外汇储备充裕下对外直接投资与中国经济增长的关系研究

■徐 悦

对外直接投资是指一国企业、团体等为取得国外企业的经营管理权而在国外以现金、实物或无形资产等形式进行投资的经济活动[1]。近年来，随着经济全球化进程的加快，国际资本流动规模日趋扩大，对外直接投资已成为世界经济非常重要的组成部分。作为中国“走出去”战略的重要内容，中国对外直接投资发展迅速。截至2013年底，中国境内投资者在179个国家或地区开展了直接投资活动，投资流量达创历史纪录的1078.4亿美元，同比增长22.8%，并呈现出投资行业多样化、投资范围宽广化、投资存量集中化等特点。根据国际投资的利益分配模型，对于资本的输出国来说，资本的流出必然会对国内的经济增长产生一定的影响，但如果输出国国内的损失小于其在海外直接投资的收益，那么这种对外直接投资活动不仅会改善输出国的国际收支情况，同时也会增加资本输出国的资本积累。然而事实上，很多发展中国家在选择对外直接投资这种国际经济活动时，更多考虑的是减少发达国家的贸易壁垒及促进本国的技术进步，这种方式从长期看符合一个国家或是一个企业的发展战略，但在短期内是否能带来切实的经济效益仍然值得探讨。目前，学术界对发达国家对外直接投资活动的研究已经相对成熟，但对发展中国家对外投资活动的可能性及对东道国经济影响的相关理论和实证研究并不多。因此，对发展中国家而言对外投资活动对经济发展到底有何影响，仍然是值得进一步探讨的问题。

报道称，虽然网上贸易持续增长，但这并不一定意味着在现实世界中实体零售生意的消亡。根据普华永道的统计，近60%的德国人每周至少会在实体零售店中掏一次钱包。实体店购物的人数甚至多于3年前，当时只有46%的人进入实体商店购物。报道称，然而这种变化现在也出现逆转：一些网上供货商也冒险进入现实世界。亚马逊现在也开始办实体零售店。在美国已经出现首批亚马逊实体零售商店。

综上所述，将循证护理运用于肛裂术后便秘患者可以让患者对护理和治疗的配合度更高，通过详细解释便秘对肛裂产生的影响提高了患者的认知功能，患者能够多食用新鲜的蔬果从而让便秘的情况得到减少，有效提高了护理质量和患者的满意度。

一、文献回顾

关于对外直接投资与母国经济增长间的关系，国内外学者已经进行了较多研究。西方学者对企业对对外直接投资的研究始于20世纪60年代，并提出了比较成熟的模型和理论。其中，国外研究中影响力最大的是Dunning的投资发展周期(IDP)理论。该理论从动态角度分析了国家经济发展水平与对外直接投资的关系，认为一个国家的对外直接投资能力取决于该国的经济发展水平以及其所拥有的OIL优势(所有权优势、内部化优势及区位优势)，并对对外直接投资各阶段的划分、特征等做了全面的解释，认为其国际投资地位与该国GNP呈正相关关系，并依据人均GNP的水平将国家投资进程分为五个阶段[2]。该理论也成为其他学者分析不同国家投资发展阶段的主要模型。Porter竞争优势发展阶段理论认为，动态比较优势是经济发展的基础，对外直接投资的流动与其经济结构的变动相对应，每个具体的对外直接投资类型都与其发展的阶段相符合[3]。Koizumi和Kopecky为研究对外直接投资对经济增长的作用，创建了国际资本长期流动模型，该模型假设外资中内含的技术具有公共产品的性质，能给社会带来额外的利益。此外，还有学者对母国经济增长与对外投资彼此之间的关系进行了阐述[4]。其中，替代关系的支持者认为企业对外投资是为了更好地利用经济发展的规模效应，从而绕开贸易壁垒[5]。但是，企业将部分资金转移到国外进行直接的投资生产，国内投入就会相应减少。同时，国内产品出口受限，进而对国内经济的发展起到替代作用。而互补关系的支持者认为，虽然对外投资会将一部分用于国内投资的资金转移到国外，然而企业在国外进行的大多是与国内不同的经济活动，企业对外投资是利用东道国资源和较低的生产要素价格[6]。

国内学者的研究，更多讨论的是国内经济的增长对对外直接投资产生的影响以及对外投资与对外贸易之间的关系，采用的模型多为Dunning的IDP理论。刘红忠根据中国26个省市自治区在1982—1994年间相关数据进行了趋势和模型分析，认为对外直接投资的程度具有阶段性特征，这与投资国经济发展水平密切相关[7]。涂万春和陈奉先利用1982—2003年中国的人均GDP和人均净对外直接投资，应用二次方、三次方和五次方模型进行检验，结果认为我国投资发展路径符合IDP理论的U型曲线[8]。杨健全、杨晓武和王洁采用1985—2004年间对外直接投资的相关数据，通过数据和模型变量优化对我国对外直接投资与经济发展之间的关系进行了实证检验，研究证明我国对外直接投资的发展轨迹符合IDP理论，而我国对外直接投资增长速度和投资效率与发达国家仍有较大差距[9]。近年来，学者们开始针对对外直接投资与经济发展相互质检单额关系展开讨论。冯跃应用投资依存度国际比较及计量经济模型，分析对外投资与投资国经济总体规模的内在联系及与其全要素生产率增长的关系，认为世界主要投资国的对外投资与国民生产总值间存在较强的正相关关系，并推动其经济增长[10]。张广剑和潘志玄通过格兰杰因果关系检验，认为中国经济发展对对外直接投资影响不显著，而我国经济发展受中国对外直接投资影响显著[11]。宋弘威和李平选取了我国1983—2006年间的数据，对对外投资与经济增长的关系进行实证研究，认为两者之间不存在明显的因果关系[12]。沈军和包小玲选用1990—2010年对外直接投资相关数据对中国对外直接投资与经济发展水平之间的关系进行了协整检验，研究认为对外直接投资与经济发展水平之间存在长期均衡关系[13]。

为了更能体现线性趋势，用自然对数形式来表示方程中变量指标，并消除时间序列中可能存在的异方差现象。用LNCGDP以及LNCFDI表示中国GDP和中国对外直接投资。

2）分析智慧城市需要具备的功能，结合智慧城市理念规划设计的现代化新型城市要求具备多种功能，尤其需要具有信息化功能；

二、实证研究

(一)数据来源

本文主要采用国内生产总值(GDP)、中国对外直接投资流量(FDI)两个指标。以1983—2013年间的中国相关数据为研究样本，数据来自世界银行世界发展指数数据库与联合国贸易与发展会议(UNCTAD)世界投资报告。

如图1所示，在经历2001—2002年短暂的下滑后，中国对外直接投资于2003年开始明显扩张，且在2008年后有阶段性上升趋势。图2显示了1982—2013年间中国经济走势，总体来说，我国经济显现上升趋势，尤其是1993年以后的上升趋势尤为明显。

图1 1982—2013年中国对外投资走势(亿美元)

(二)模型设定

通过以上ADF检验，原始数据的回归分析结果的残差p值大于0.01(见表4)，表明其是不平稳的，利用一阶差分进行回归分析的残差p值小于0.01(见表5)，说明其为平稳序列，故而可认为一阶差分回归分析是更均衡的。长期均衡协整方程为:

其中，y代表产出水平，A代表技术水平，K代表资本水平，L代表劳动力总量与人口总量的比例(假定L、A为一常数)，t代表时间，0 〈α 〈1。

第二步，继续采用ADF检验法对上式的残差进行单位根检验，判断残差序列是否平稳。其不含常数和时间趋势，由SIC准则确定滞后阶数。

第一步，对LNCGDP和LNCFDI两个一阶单整变量建立回归模型:

2.4 不良反应 2个RCTs对治疗后是否出现不良反应进行报告，1个研究报告无不良反应发生，另1个研究报告治疗组出现晕针1例，西药组出现血压降低1例。

(三)变量的平稳性检验

为考察解释变量与被解释变量的相关性和解释程度，建立时间序列经济增长模型后，对模型进行回归分析。为检验经济变量是否具有时间趋势，对各个变量需进行平稳性检验，从而明确协整分析法能否被采用。

通过对文献的回顾和整理，可以看出:由于学者研究选择的样本、变量及模型不同，得出的结果也不尽相同。如按照经济增长与外国直接投资的因果关系划分，这些研究成果可以分为四类:一是认为经济增长是外国直接投资的格兰杰原因，而外国直接投资不是经济增长的格兰杰原因，即经济增长会促进对外直接投资;二是认为外国直接投资是经济增长的格兰杰原因，但经济增长不是外国直接投资的格兰杰原因，即外国直接投资推动经济增长;三是认为两者间关系不确定;四是认为两者互为格兰杰因果关系。

如表1所示，中国1982—2013年GDP和对外直接投资取对数进行的ADF检验结果表明，没有经过差分的数据在0.01的显著性水平下没有拒绝有单位根的假设，这说明其是不平稳的，具有时间趋势的序列。而经过差分的数据P值为0，拒绝有单位根的假设，这说明数据是平稳的，说明协整检验法是可以被运用的。同时，为了更好地描述对外投资和中国经济增长的关系，对中国的GDP数据进行ARMA模型分析。ARMA模型为:

图2 1982—2013年中国GDP走势(亿美元)

{εk}为白噪声序列，xt表示的是lnGDP的时间序列数据。利用eviews得出ARMA(p，q)模型结果，见表2。

表2 ARMA模型检验结果

利用自回归模型1阶来表示lnGDP的ARMA模型，结果显示为AR(1)模型，且模型拟合系数为0.99，公式为:

表1 ADF检验结果

(四)协整检验

两个变量通过ADF检验后都被证实是非平稳的，但这不能说明它们之间的线性组合也是非平稳的。为了探究两者之间的线性组合关系，此时两个变量之间的线性组合是否存在着长期稳定的关系就需要通过协整检验来确定。本文采用E-G两步法即Engle-Granger协整检验法。第一步计算非均衡误差et，第二步检验单整性，et为稳定序列则为协整。

生产函数演变成产出和资本之间的方程，本文用GDP表示产出水平，用对外直接投资表示资本水平，依据方程(2)可以设定以下经济增长模型:

表3 变量协整检验的回归方程

如表3所示，通过eviews得到回归方程为:

对(1)式左右两边取自然对数，得出:

再看说明书里的药代动力学项中写着“药物在红细胞内可蓄积数周”，正是因为这个药有在体内长期蓄积的这个特性，外加又有明确的对胎儿的致畸性，在美国，利巴韦林只有口服和雾化吸入两种给药剂型，没有注射剂，也就是说没有输液给药的剂型。而且在药品的说明书里注明了这样的话：“即使接触低至1% 的治疗剂量也会产生明显的致胎儿畸形的可能性。因此育龄期女性以及她们的性伴侣应该在使用这个药的6个月内避免怀孕。怀孕中的医务人员也应该避免为病人操作利巴韦林的雾化吸入。”

表4 未经过差分处理的残差序列ADF检验结果

表5 一阶差分处理的残差序列ADF检验结果

本文采用经典的柯布-道格拉斯生产函数来分析对外直接投资与经济增长的关系。

通过以上检验可以得出，1982—2013年中国GDP与对外直接投资之间存在协整关系，两者呈正相关关系，中国对外直接投资每增加1%，GDP就增加0.505947%。

(五)格兰杰因果关系检验

表6 格兰杰因果关系检验

如表6所示，在“GDP不是FDI的格兰杰原因”一项中，其概率为0.004，小于置信度0.05，所以我们得到中国经济增长是中国对外直接投资的格兰杰原因。在“FDI不是GDP的格兰杰原因”一项中，其概率为0.4858，大于置信度0.05，所以我们得到中国对外直接投资不是中国经济增长的格兰杰原因。

三、政策建议

中国经济增长是对外直接投资的格兰杰原因，说明不断提升的经济实力是中国开展对外直接投资的强有力保障，而对外直接投资不是经济增长的格兰杰原因，这表明现阶段对外直接投资对我国经济发展的贡献有限。因此，笔者认为，中国应该继续加大鼓励外商投资的力度，继续保持外商投资的强劲势头。面对当前中国外汇储备居高不下的现实，为何还要鼓励外商来中国投资呢?

首先，预防性动机导致储蓄率畸高。进入21世纪，中国已经成为吸收外资最多的发展中国家之一，也是世界上外汇储备最多的国家之一，但中国对外汇的依存度并不高。就目前来看，中国居民投资渠道狭窄，全国居民储蓄存款余额居高不下，出现资金充裕的表象，但国内制造业资金缺口非常大。现阶段储蓄余额急剧增加，但并不意味着居民没有消费意愿。目前，居民面临摩擦性、结构性失业，就业风险明显加大，各行业收入预期明显下降，而国内物价尤其是生活品费用、医疗费用、教育费用和购房费用预期支出上升。由于谨慎性动机以及预防性动机，居民即便拥有富余的资金，也不会轻易选择消费或投资，而更倾向于储蓄。

当材料自检发现一定问题时，由于供货方和项目方各执一词，这时候就需要进行材料送检，材料送检的取样员在要在见证人员的监督下，按照有关技术标准的规定，从检验对象中抽取试样，试样在见证人员的监送下送达第三方试验单位。材料见证送检检测报告应加盖试验单位检测专用章。

其次，外向型企业的蓬勃发展是中国外汇储备规模扩大的主因。而外资及合资企业不断发展壮大使大量国外的资金、技术、设备与管理人员被引进，大大节省了购买国外技术、设备与管理人员的外汇成本，从而也使我国外汇产生巨额盈余。不少学者认为，在特殊环境下中国资金出现的富余只是一种表象，本质上我国经济发展水平还很低，还处于向国外取经的阶段，还远远未达到向国外输出产品、技术尤其是高技术的阶段。因此，我国在当今社会经济大变革和大发展的阶段，长期的资本和资金的短缺将是经济的基本面。

同时，我国地方财政较普遍地存在着巨额债务，国家审计署于2013年8月至9月对政府性债务情况进行了全面审计。结果显示，截至2013年6月底，全国各级政府负有偿还责任的债务达206 988.65亿元，其中可能承担一定救助责任的债务为66 504.56亿元，负有担保责任的债务达29 256.49亿元。中国长期存在的城镇失业问题很严重，农村的失业形势也相当严峻。2013年底，全国农民工总量达到2.69亿，国家统计局公布的失业率不包括农村的失业人员，仅限于城镇，因此实际失业情况较公布的数据更为严重，而增加就业机会的重要渠道之一便是利用好外资。当前，外商直接投资仍是我国拉动经济增长与缓解就业压力的利器。

由最佳一致逼近理论可知，该函数具有三个偏差点，即区间的两端点xri-1与xri及区间内某一点.令xzri为区间[xri-1,xri]内幅度相对误差绝对值最大的一点，易知此点误差函数的一阶导数为0.其中，εri为每个区间上幅度相对误差最大值.基于最佳一致逼近理论并结合平方根函数的性质，得出4个方程：

外商投资的作用不仅限于上述几点，更为重要的是在直接利用国外的先进技术和管理方面其有独特而不可替代的功效，有利于推动经济制度变迁，将资本、管理、技术等纳入收入分配范畴，使资源配置效率全方位提高，促进经济结构调整和升级。在经济“新常态”下，利用好外商直接投资是深入经济全球化的迫切需要，是“一带一路”战略顺利实施的重要保障。为此，我们要坚定不移地利用财政政策、货币政策、产业政策等市场手段来引导外商投资，逐步减少行政手段干预，把错装在政府身上的手还给市场。

[1]许杨敏.我国对外直接投资发展阶段、模式及策略研究——基于国际经验的分析[D].杭州:浙江大学，2014.

[2]Dunning，J.H.Location and the Multinational Enterprises:a Neglected Factor.Journal of International Business Studies，1998，(29).

[3]Porter，M.E.The Competitive Advantage of National.New York:Free Press，1990.

[4]Koizumi，T， K.J.Kopecky，Foreign Direct Investment and Technology Transfer——Simple Model.European Economic Review，1992，(36).

[5]Braconier H，Ekholm K.Swedish Multinationals and Com-petition from High and Low-Wage Countries.Review of International Economics，2000，(3).

[6]Kokko A.The Home Country Effects of FDI in Developed Economies.The European Institute of Japanese Studies， 2006，vol.225.

[7]刘红忠.中国对外直接投资的实证研究及国际比较[M].上海:复旦大学出版社，2001.

[8]涂万春，陈奉先.中国对外直接投资阶段的实证分析[J].商场现代化，2006，(1).

[9]杨健全，杨晓武，王洁.我国对外直接投资的实证研究:IDP检验与趋势分析[J].国际贸易问题，2006，(8).

[10]冯跃.对外投资与经济增长关系的国际比较及启示[J].重庆大学学报，2003，(6).

[11]张广剑，潘志玄.中国净对外直接投资与中国GDP关系的实证研究[J].中南财经政法大学研究生学报，2006，(3).

[12]宋弘威，李平.中国对外直接投资与经济增长的实证研究[J].学术交流，2008，(6).

[13]沈军，包小玲.中国对外投资与经济发展的关系研究[J].产经评论，2013，(6).